Ministério JIM dá Agricultura do Abastecimento

ISSN 1517-5111 DOCUMENTOS N ° 8

ff

ANÁLISE DE EXPERIMENTOS COM DADOS REPETIDOS AO

LONGO DO TEMPO OU ESPAÇO

Lucio José Vivaldi

República Federativa do Brasil

Presiden te Fernando Henrique Cardoso

Ministério da Agricultura e do Abastecimento

Ministro Marcus Vinícius Pra tini de Mames

Empresa Brasileira de Pesquisa Agropecuária

Diretor-Presidente Alberto Duque Portugal

Diretores-Executivos Dante Daniel Giacomelli Scolari

Elza Ángela Ba ttaggia Brito da Cunha José Roberto Rodrigues Peres

Embrapa Cerrados

Chefe-Geral Carlos Magno Campos da Rocha

Chefe Adjunto de Pesquisa e Dësenvolvimento Eduardo Delgado Assad

Chefe Adjunto de Comunicação e Negócios Euzebio Medrado da Silva

Chefe Adjunto de Administração

Ismeel Ferreira Graciano

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Empresa Brasileira de Pesquisa Agropecuária Embrapa Corra dos

Ministério da Agricultura e do Abastecimento

ANÁLISE DE EXPERIMENTOS COM DADOS REPETIDOS AO LONGO DO

TEMPO OU ESPAÇO

Lucio José Vivaldi

ISSN 1517-5111

Doc. - Embrapa Cerrados Planaltina n. 8 p.1-52 j dez. 1999

Copyright © Embrapa - 1999 Embrapa Cerrados. Documentos, 8

Exemplares desta publicação podem ser solicitados a: Embrapa Cerrados BR 020, km 18, Rodovia Brasilia/Fortaleza Caixa Postal 08223 CEP 73301-970 - Planaltina, DF Telefone (61) 388-9898 - Fax (61) 388-9879

Tiragem: 200 exemplares

Comitê de Publicações: Eduardo Delgado Assad (Presidente), Maria Alice Bianchi, Daniel Pe-reira Guimaráes, Leide Rovênia Miranda de Andrade, Marco Antonio de Souza, Carlos Roberto Spehar, José Luis Fernandes Zoby e Nilda Maria da Cunha Sette (Secretária-Executiva).

Coordenação editorial: Nilda Maria da Cunha Sette

Revisão gramatical: Maria Helena Gonçalves Teixeira Nilda Maria da Cunha Sette

Normalização bibliográfica: Maria Alice Bianchi

Diagramação e arte-final: Wellington Cavalcanti

Capa: Wellington Cavalcanti

Impressão e acabamento: Jaime Arbués Carneiro, Divino Batista de Souza

V855a VIVALDI, Lucio José. Análise de experimentos com dados repetidos ao longo do tempo ou

espaço / Lucio José Vivaldi. - Planaltina: Embrapa Cerrados, 1999.

52p. -(Documentos / Embrapa Cerrados, ISSN 1511-5111; n.8).

1. Método estatístico. 1. Título. II. Série.

001.422- CDD 21

iuj1yjaisj

1 INTRODUÇÃO .6

2 INFERÊNCIA E CASUALIZAÇÃO .7

2.1 Definições .....................................................................7

2.2 Repetição e casualização .................................................9

2.3 Delineamento inteiramente casualizado ...........................10

2.4 Modelo aleatório ..........................................................12

2.5 Inferência experimental .................................................15

3 DELINEAMENTOS EM PARCELAS DIVIDIDAS .....................21

4 EXPERIMENTOS COM MEDIDAS REPETIDAS NO TEMPO ENO ESPAÇO.. ............................... .. ............................. 26

4.1 Exemplos .....................................................................26

4.2 Análise .......................................................................26

5 ANÁLISE MULTIVARIADA ................................................30

6 ANÁLISE DE EXPERIMENTOS .........................................34

7 REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS .......................................50

ANÁLISE DE EXPERIMEF'ITOS COM DADOS REPETIDOS AO LONGO DO TEMPO OU ESPAÇO

Lucio José Vivaldi 1

RESUMO - Em uma grande parte dos experimentos uma variável resposta é obser-vada ao longo do tempo, do espaço ou de ambos; a análise de cada resposta, isoladamente, é ineficiente pois não leva em consideração seu comportamento no tempo ou no espaço e as implicações dai advindas. Na análise multivariada, ignora-seque exista uma seqüência no tempo ou no espaço e os teste de significância são menos sensíveis do que os próprios da análise univariada. Dentro deste contexto, buscam-se procedimentos corretos para a análise de variáncia univariada de expe-rimentos que considerem o tempo e o espaço como fatores. As dificuldades de se tomar o tempo e o espaço como fatores ocorrem, porque eles não são casualiza-dos, ao contrário dos tratamentos aplicados às unidades experimentais, e por isso, a análise de experimentos com medidas repetidas no tempo tem sido objeto de muitos artigos. Para se compreender as técnicas e os procedimentos são necessá-rios conhecimentos sobre casualização, análise rnultivariada e delineamentos em parcelas divididas. As três primeiras seções tratam destes tópicos enquanto as demais são especificas para a análise de experimentos com medidas repetidas no

tempo ou no espaço.

ANALYSIS OF EXPERIMENTS WITH REPEATED MEASUREMENTS ON TIME OR SPACE

ABSTRACT- In many experiments a response variable is observed at diferent time points, space points, or both; individual analysis at each point is not recomended because it does not consider the bebavior of the response along the time or space and implications thereby. Multivariate analysis, on the other hand, does not regard the existence of a sequence on time or space, and its significance tests are less sensible than those provided by the univariate analysis. In this context we look for correct univariate analysis of variance procedures for situations where time and space are considered as a factors. The dificulties in taking time and space as a factors arise because they are not randomized, on the contrary of the treatments applied to the experimental plots; that is the reason we have many articles on this subject. To understand the techniques used in this kind of analysis, we need some knowledge about randomization, multivariate analysis and split-plot designs; they are treated on the first three sections while the others are specific for repetead

measurements on time and space.

Eng. Agr., Ph.D., Embrapa Cerrados e Prof. Adj. da UnB.

1 INTRODUÇÃO

Os experimentos casualizados têm sido os preferidos pelos pesquisadores para testar hipóteses ou estimar parâmetros de acor-

do com a natureza do estudo; o procedimento seguido depende do

delineamento e das variáveis resposta que foram observadas. No caso mais freqüente as variáveis são medidas uma vez em cada

unidade experimental e utilizadas na análise de variância; a aloca-

ção aleatória das parcelas aos tratamentos valida a análise da variância.

Outra situação é quando a variável resposta é observada ao

longo do tempo (é medida semanalmente, mensalmente, etc.) ou ao longo do espaço (é medida em varias faixas de profundidade do

solo). A análise de variáncia em cada tempo ignora a correlação entre diferentes tempos e é incompleta no estudo da interação tra-tamentos x tempo. A alternativa recomendada é considerar o tempo (ou o espaço) com um fator do experimento, colocar seus níveis em

sub parcelas e analisá-lo como se ele tivesse sido planejado como um delineamento em parcelas divididas. Entretanto, como os tem-

pos não foram casualizados (eles são sequenciais), os resultados da análise de variância ficam, em principio, comprometidos.

Nesse trabalho serão discutidas quais as conseqüências da casualização e como ela influencia nas inferências; estabelecer-se-á quando é válida a análise de variância de experimentos com dados

repetidos no tempo na forma de parcelas divididas, abordar-se-á a alternativa da análise multivariada de variância e finalmente, será

introduzida a análise de experimentos com dados repetidos no tempo via método da máxima verossimilhança com a utilização de várias estruturas de correlação entre os tempos.

A parte computacional da análise estatfstica será desenvolvida com detalhes de forma a permitir que o leitor use a metodologia descrita e para isso usar-se-á programas em linguagem SAS (1996). Acompanha o trabalho um disquete com os programas, dos quais as partes principais serão discutidas no texto.

6 Doc. . Ernbrapa Cerrados, Planaltina-DF, n. 8. p. 1-52. dez. 1999

2 INFERÊNCIA E CASUALIZAÇÃO

2.1 Definições

Para a descrição organizada de um experimento, precisa-se de

definições e elas serão exibidas no decorrer do texto, sempre que necessário. A variável que é controlada pelo pesquisador e cujas características dependem do objetivo do experimento recebe o nome

de tratamento ou de fator; ela vai causar mudança no sistema, que

se refletirá no valor da variável resposta. Os tratamentos são estí-mulos aplicados ao sistema (experimento) que está sob controle

parcial.

Os experimentos podem ter o objetivo de comparar tratamen-tos ou grupos de tratamentos; por exemplo, o interesse pode estar

na comparação de cada tratamento com o controle ou entre os tratamentos propostos. Em ensaios de competição de iariedades, o

objetivo é comparar variedades ou grupos de variedades; esses ex-perimentos são denominados experimentos comparativos, definição introduzida por Anscombe (1954). Outra classe de experimentos compreende aqueles cuja finalidade é a de estimar parâmetros, como

no caso da estimação de uma superfície de resposta a níveis de

nitrogênio e de fósforo aplicados ao milho. Em algumas situações ambos os propósitos coexistem.

A unidade básica de referência em um experimento é a parcela ou unidade experimental; é a entidade que vai dar origem às

observações. Pode ser uma área cont(nua de terra, um animal ou

grupo de animais, um vaso, uma bandeja de vermiculita com 100 sementes, depende do experimento. Em experimentos de campo,

uma área de terra, em experimentos em casa de vegetação, um

vaso com terra, em experimentos em laboratório, uma placa de "petri" ou uma lâmina.

Tratamento é um estímulo que é fornecido à parcela, produz um efeito e as variáveis observadas (respostas) refletem esse efeito;

Dcc.- Ernbrapa Cerrados, Planaltina-DF, n. 8, p.1-52, dez. 1999 7

entretanto, as variáveis ou fatores não controláveis também influenciam-nas e no final, o valor de uma variável resposta encerra a ação dos dois conjuntos de fatores: o controlado pelo pesquisador

e o não controlado. Se as parcelas fossem iguais, a influência dos fatores não controlados seria desprezível. Utilizando o procedimento

seguido por Kempthorne (1952), seja Y uma variável resposta, como

a produção de uma parcela, então a resposta Y correspondente à parcela pode ser escrita da seguinte forma:

(2.1)

onde,

k O valor observado de Y na parcela i que recebeu o tratamento k;

X j é o valor da variável resposta Y na parcela i sem tratamento;

tk é o efeito do tratamento k, aplicado à parcela i.

No modelo apresentado em (2.1), X 1 o valor de Y na parcela i,

é uma propriedade da parcela i (X 1 é chamado de efeito da parcela

o valor de tk para o tratamento k é o mesmo para qualquer parce-

la i onde ele for aplicado. A diferença entre duas parcelas i e j, por exemplo, que receberam o mesmo tratamento é:

YikTjk = ( À' I + tk) - (XJ+tk) = (XCXJ) (2.2)

a quantidade (X, —X i ) advém da diferença entre as duas parcelas e

o conjunto das diferenças desse tipo é que vai dar origem ao erro experimental. Em algumas áreas de pesquisa, como a física, a

influência dos fatores não controláveis é desprezível, porque as

parcelas são muito semelhantes e a diferença (X, —X 1 ) é próxima

de zero, tornando o experimento mais simples. Isto não ocorre nas ciências biológicas, o que leva à elaboração de uma estratégia com mais recursos no planejamento, na condução e na análise dos resultados, que possibilite estimar a influência dos tratamentos e

dos fatores não controláveis ou erro experimental. Essa estratégia dá origem ao delineamento experimental.

8 Doo. - Embrapa Cerrados, PIan&tina-DF, os, p1-52, dez. 1999

Os fatores não controláveis que afetam o comportamento das variáveis resposta em um experimento, derivam da não igualdade

das parcelas utilizadas; dois animais não são iguais, duas parcelas no campo não são iguais, duas folhas de uma planta não são iguais, duas árvores da mesma espécie não são iguais e assim, de acordo

com a natureza do experimento sempre haverá parcelas diferentes. Em alguma fase do projeto de pesquisa, o pesquisador definirá quais

as parcelas do experimento, ele procurará um conjunto homogêneo de parcelas; esse conceito necessita de reflexão. Um conjunto de

parcelas é homogêneo quando a diferença entre elas é devido apenas

a fatores não controláveis ou variáveis aleatórias. Em experimentos de campo, dificilmente conseguir-se-á homogeneidade em um

conjunto de 30 parcelas de 40 m 2 e o dilema do pesquisador é

dividir esse grupo em subgrupos homogêneos por meio de fatores controláveis como a declividade, por exemplo, utilizando o conceito

de blocagem. Em experimentos com animais, também será difícil obter um conjunto de 30 carneiros que pode se considerado

homogêneo; idade, sexo, peso, por exemplo, são referenciais utilizados para se obter subgrupos homogêneos de animais. Na área biológica, a procura por conjuntos de parcelas persistirá, entretanto, o objetivo não é conseguir parcelas iguais e sim homogêneas, porque

é o máximo que se pode atingir.

2.2 Repetição e casualização

Diante das diferenças entre as parcelas devido aos fatores não controláveis - erro experimental - e que influenciam o valor das va-

riáveis resposta , é necessário avaliar o grau dessa influência; para

isso precisa-se de pelo menos duas parcelas como o mesmo trata-mento, pois a diferença entre elas é uma medida do erro experimen-

tal. Observando-se duas parcelas i e j que receberam o mesmo tra-

tamento k e considerando o modelo (2.1) observa-se que (X,-X)

em (2.2) é uma estimativa do erro experimental. Dessa forma, intro-duz-se o conceito de repetição em experimentos: a repetição do

mesmo tratamento possibilita a estimação do erro experimental; como

Doc. - Embrapa Cerrados, Planaltina-DF, n. 8. p.1-62, dez. 1999 9

ele vai ser estimado depende do tipo de delineamento a ser ado-tado.

Após a definição do conjunto de parcelas ou subconjuntos de

parcelas homogêneas do experimento, em algum momento do pro-cesso experimental, os tratamentos vão ser aplicados às parcelas; a

pergunta que se faz é: qual tratamento será aplicado ou designado para determinada parcela? Até meados da década de 1920, essa decisão era pessoal, baseada em argumentos subjetivos; Fisher

(1926) preconizou que essa alocação fosse aleatória, no sentido de que todas as parcelas tivessem a mesma probabilidade de ser aIo-cada a determinado tratamento (dentro de um conjunto homogêneo de parcelas). Essa prática é denominada de casualização e no de-correr do tempo passou a ser um dos princípios da experimentação; embora seja utilizada pela maioria dos pesquisadores, constata-se a falta de explanações sobre a real função da casualização: porque

deve ser aplicada e quando, e as implicações no modelo e na análise estatística. As funções da casualização foram descritas por Cox

(1958), no capítulo 5, e são as seguintes:

1. Permite estimar o erro experimental; a repetição é necessária, mas não é suficiente.

2. Possibilita o uso de testes de hipóteses.

3. Possibilita a estimação não viesada da diferença entre os efeitos

de tratamentos.

2.3 Delineamento inteframente casualizado

Uma situação experimental em que o pesquisador dispõe de um conjunto suficiente de parcelas homogêneas é ilustrada com o

exemplo seguinte.

10 Doc. - Embrapa Cerrados, Planaltina-DF, n. 8, p.1-52, dez. 1999

Exemplo 2.1

Nematólde-do-cisto é uma praga que ataca a cultura da soja; na busca de soluções, um programa experimental está em anda-mento na Embrapa Cerrados (sob responsabilidade do pesquisador Ravi Sharma) e uma das linhas de pesquisa é o controle biológico, por meio de bactérias que atacam o nematóide e diminuem sua população. Para se testar a eficiência de cinco raças de bactérias no controle da população no solo, conduziu-se um experimento que incluiu os seguintes detalhes. Uma porção de terra foi homogenei-zada, esterilizada, dividida em 30 vasos e cada vaso recebeu uma infestação de nematóide (esperando-se que diferentes parcelas re-cebessem infestação semelhante). Os 30 vasos são as parcelas e pela forma de obtenção o conjunto é homogêneo: os cinco trata-mentos foram designados aleatoriamente aos vasos, cada um com seis repetições e foram colocados sobre uma mesa na casa de vege-tação.

O delineamento - estratégia amostral - utilizado no experi-mento do exemplo 1.1, é denominado de completamente ao acaso ou inteiramente casualizado; o nome encerra o significado, isto é, não há restrições para a casualização e o conjunto de parcelas ho-mogêneas é único. O modelo estatístico usualmente addtado para representar Yik o valor de uma variável resposta na parcela i que recebeu o tratamento k é:

k_M+tkik (2.3)

onde,

p: média geral.

t). efeito do tratamento k.

erro experimental, com distribuição normal de média zero, variância g2 e independentes. Esse modelo é referido como o modelo normal clássico.

Doo.- Embrapa cerradas, Planaltina-DF, n. 8, p.152, dez. 1999 11

A análise de um experimento estatisticamente delineado constitui um exercício das várias técnicas existentes: análise de

variância, análise de variância robusta, análise de variância espacial,

análise de variância multivariada e outras. Por onde começar e quando parar depende de cada experimento; entretanto, se o planejamento

foi adequado, todas, em princípios, podem ser aplicadas,

condicionadas aos objetivos do experimento, natureza do experimento

(competição de variedades de milho, ensaio com dietas em animais, testes para pesticidas) e existência de aplicativos de estatística (software). No momento, a análise de variância é a que vai ser utilizada, por ser a mais importante em análise de experimentos.

Embora mais de uma variável resposta seja observada nos

experimentos, somente uma será referenciada no modelo; por outro lado, a variável resposta considerada para análise é numérica, no sentido de que representa uma quantidade.

A análise de variância (e outras análises) de um experimento completamente casualizado está embasada no modelo 2.3; antes de examiná-la é necessário definir o modelo a ser adotado.

2.4 Modelo aleatório

O desenvolvimento que se segue é específico para o

delineamento inteiramente casualizado, e a extensão para outros delineamentos é encontrada em Hinkelman e Kempthorne (1994);

entretanto, um caso é suficiente para que o papel da casualização seja colocado da forma correta. Nesse delineamento, existe um

conjunto de parcelas homogêneas e os tratamentos são alocados aleatoriamente a elas.

Considere então um experimento com v tratamentos, r repeti-

ções e que o pesquisador dispõe de N = rv parcelas homogenêas; o número de repetições pode variar de tratamento para tratamento sem causar modificações nos resultados que vão ser obtidos, entre-

tanto, é mais simples considerar o caso onde todos os tratamentos têm o mesmo número de repetições. Seja Y a variável resposta que

12 Doc. - Embrapa Cerrados, Planaftina-DF, n. 8, p.1'52, dez. 1999

será observada em cada parcela (matéria seca, número de semen-tes germinadas, população de nematóides). O primeiro passo é for-mular uma representação para a resposta em cada parcela e se nenhum tratamento for aplicado às parcelas, o valor da variavel

resposta dependerá somente das condições da parcela i. Seja x o

valor da resposta Y na parcela 1 (i = 1,2..... N), na ausência de trata-

mento (ou na presença de um tratamento padrão), isto é, x, é o

produto das próprias características da parcela i. Quando o trata-mento é aplicado a parcela i espera-se que haja um efeito sobre as

condições da parcela com reflexos no valor de Y; seja então tk O

efeito do tratamento k na resposta Y. Com essas definições chega-

se à representação mais simples de 1'ik o valor de Y na parcela i que

recebeu o tratamento k, ou seja:

(2.4)

Quando o efeito de qualquer tratamento k, tk é o mesmo para

toda parcela i, o modelo (2.4) é denominado modelo aditivo. Para melhor entendimento do modelo, seja:

J 1EX. (2.5)

a média dos Xs e assim:

(2.6)

na nova representação de Y,, (apesar de os modelos (2.4) e (2.6) serem iguais), observa-se que se todas as parcelas fossem iguais então (X Ã) seria O (zero) para toda parcela i; todavia, nos expe-rimentos aqui considerados, isto não ocorre e - X) é o erro da parcela i.

O segundo passo é associar o modelo (2.6) ao processo de casualização; no modelo apresentado em (2.4) não há tal associa-ção. Certamente, as N parcelas homogêneas não constituem uma

Doc. - Embrapa cerrados. Planaltina-OF, n. 8, p.1.52, dez. 1999 13

amostra aleatória de um conjunto maior de parcelas (população); o exemplo 2.1 evidencia esse fato: os trinta vasos não foram retira-dos aleatoriamente de uma população de vasos. Casualizar os trata-mentos consiste em alocar r parcelas para cada tratamento, de tal forma que em cada parcela tenha a mesma probabilidade de receber o tratamento k. Como qualquer parcela pode receber qualquer trata-mento, o que vai ocorrer numa parcela i devido à casualização, pode ser representada por variáveis aleatórias; assim na parcela i, o tratamento 1 pode ser aplicado ou não, ou o tratamento 2, e assim por diante. Considerando esse contexto probabilistico, o modelo que representa uma observação na parcela (ik) é o seguinte:

1 1k = p+tk+eik (2.7)

onde os erros ek têm a seguintes propriedades:

1) Média: E(e$k) = O

(2.8)

2) Variância: Var(eÍk) = Ix, ?. (2.9)

Fazendo-se

a2— , ( 2.10) N-1

então:

3)Var(e N-1 2

Ík) = —a (2.11) N

4) Covariâncias:

Cov (ek, efi) = 1

—C2 (2.12)

N 2

14 Doc. - Ernbrapa Cerrados, Planaltina-DF, oS, p.1-52, dez. 1999

As covariâncias não nulas, em (2.12), determinam que as ob-

servações em diferentes parcelas são correlacionadas; essa é uma

conseqüência do modelo aditivo e da casualização. O modelo des-

crito de (2.7) até (2.12) é um modelo induzido pela casualização.

2.5 Inferência experimental

Nas seções anteriores, foram definidos os modelos: normal

clássico, com variâncias homogêneas e erros independentes e o

modelo aleatório induzido pela casualização; conduzido um experi-mento e obtidas as observações, o próximo passo é estabelecer

julgamentos a partir das observações, isto é, inferir; inferência em estatística utiliza estimativas, testes de hipóteses e intervalos de confiança a partir de modelos probabilísticos aplicados às observa-

ções e, quando estas são originadas por meio de experimentos, o processo denomina-se inferência experimental. Nesta seção, será

ilustrada uma metodologia para fazer inferências por meio de expe-rimentos casualizados, e o modelo a ser seguido é o aleatório indu-zido pela casualização. Antes porém, é edificante uma síntese sobre

os dois modelos.

O modelo normal clássico considera que as observações das parcelas são independentes e portanto não correlacionadas, isto é,

em 1.3, é uma amostra aleatória de uma população infi-

nita. Entretanto, pelo que já foi exposto, não existe tal amostra

aleatória em experimentação: a população de parcelas é finita. Pode- se até argumentar que as N parcelas constituem uma amostra de

uma possível população de parcelas, entretanto, não é uma amostra aleatória, pela forma como os pesquisadores costumam selecioná-

las para determinado experimento. Por sua vez, a casualização im-

plica a existência de correlação entre as parcelas, não havendo por-

tanto, independência. A distribuição de X, é desconhecida e no que

se segue ela não é necessária. Nota-se , portanto, que os dois mo-delos são diferentes. Por que então o modelo normal é utilizado? Para responder a essa pergunta é necessário analisar um experi-

Doc. . Embrapa Cerrados, Planaltina-DF, n. 5, p.1-52, dez. 1999 15

mento pelos dois modelos: modelo normal e modelo induzido pela

casualização. Observa-se pelo que foi desenvolvido que o modelo normal é obtido por pressuposição enquanto o ald'atório é por cons-

trução; no primeiro caso, não há influência da casualização e no segundo ela é utilizada para definir uma estrutura de covariância

entre as parcelas (observações) e o modelo matemático para cada observação.

A comparação entre dois tratamentos, k 1 e k 2 , consiste em

estimar a diferença tk — 1k); em ambos os modelos o estimador é - - a2 - (Y, k2 ) e tem variancia 2—, onde }Ç é a média do tratamento k1 no

experimento. Para se estimar um contraste ktk, em ambos os

-

modelos, o estimador é com variância k cr 2 (se Y/-'k =0,

então é um contraste entre tratamentos). Embora a2 tenha

definições diferente nos dois modelos, ele é um parâmetro desco-nhecido e tem de ser estimado pela análise de variância.

A análise de variância de experimentos é conhecida por todos

os pesquisadores que conduzem experimentos e para não modificar essa base, deve-se examinar os resultados da análise, segundo o modelo probabilístico gerado pela casualização; como exemplo, con-sidere um experimento para comparar três estirpes de Rhizobium (bactérias fixadoras de nitrogênio em leguminosas) em soja, condu-

zido em casa de vegetação e inteiramente casualizados. As parce-

las, os tratamentos e os valores da variável resposta Y, número de nódulo por parcela, encontram-se na Tabela 2.1 a seguir:

TABELA 2.1 Parcelas, tratamentos e valores de V.

Parcela 1 2 3 4 5 6 7 8 9 Trat A A A B B B C c c Y 99 86 104 98 110 110 133 126 127

16 Doc. - Embrapa Cerrados, Planahina-DF, n. 8, p.1-52. dez. 1999

A análise de variãncia com o modelo normal é obtido por meio do método dos quadrados mínimos aplicado em (2.3) e apre-

senta os seguintes resultados

P.V. GL SQ CM F

Tratamentos 2 1652,66 826,33 16,67

Erro 6 297,33 49,55

Total 3 1950.00

A estimativa de a2 o erro experimental é dada pelo quadrado

médio do erro e é 49,55 e o teste F leva à rejeição da hipótese nula

(ti 0 ) de que os efeitos de tratamentos são nulos, uma vez que pela

tabela de F, Prob (F ~! 16,67)=0,0035=0,35%. A estatística F

reflete a evidência dos resultados contra H. e sua distribuição sob

H O é fundamental para o teste de hipótese. No modelo normal, a

distribuição dessa estatística é conhecida (distribuição F com in e n graus de liberdade); a pergunta principal é: Qual a distribuição da

estatística F da análise de variância, sob ti0 , quando o modelo é o

aleatório? Para isto, aplica-se o teste de permutação, introduzido

por Fisher (1935).

O experimento em análise tem três tratamentos, cada um com

três repetições e são alocados aleatoriamente às nove parcelas; o

número de diferentes casualizações é de 1680. Isto é, existem 1680 possíveis resultados da casualização e uma delas o pesquisador usou.

O raciocínio do teste de permutação é o seguinte: Sob H, os

resultados do experimento seriam os mesmos em qualquer casuali-

zação, ou seja, o valor de Y em cada parcela não dependeria do

tratamento e sim das condições da própria parcela, isto é, seria X

no modelo apresentado em (2.4); se isto é verdade, é indiferente o local onde o tratamento foi aplicado e assim pode-se considerar todas as 1680 casualizações, implicando 1680 análises de variân-cia, mantendo fixo o valor observado em cada parcela, apenas tro-

Doc. - Embrapa cerrados, Planaltina-DF, n. 8, p1-52, dez. 1999 17

cando de tratamento de acordo com as possíveis casualizações. A Tabela 2.2 abaixo contém os valores fixados às parcelas

TABELA 2.2 Efeito das parcelas sob hipótese nula.

1 99 2 86 3 104

4 98 5 110 6 110

7 133 8 126 9 127

Cada casualização diferente gera um valor de F e assim com os 1680 valores constrói-se a distribuição exata da estatística sob

HO e seguindo o modelo aleatório, a Figura 2.1 representa a distri-

buição exata de F.

1400

1200

.2 1000

o 800

o-!&OO

400

200

9' F-1•,•,,,,,

O 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24 26 26 30 32 34 36

F

FIG. 2.1 Distribuição de F segundo o modelo aleatório.

Para calcular Prob (F ~: 16,07) (16,07 foi o valor de F obtido no experimento) conta-se o número de valores maiores ou iguais a

16,07 e divide-se por 1680. Como somente 12 valores apresentam essa característica, Prob (F ~ 16,07) = 1211680 = 0,0071 = 0.71%.

18 Doo. - Embrapa Cerrados, Planaltina-DF, ri. 8, p.1-52, dez. 1999

O valor de F observado no experimento está na região de rejeição

(considerando (x=0,05) e H. é rejeitada; esse teste é exato e é

independente de normalidade e de erros não correlacionados. Entretanto, mesmo com conclusões iguais para os dois modelos, o nível de significância do aleatório foi aproximadamente duas vezes

maior do que o do normal. De fato, nos estudos de simulação de

Hinkelmann e Kempthorne (1994), para r4 e v=8, os níveis de

significância do modelo aleatório são ligeiramente maiores do que o

do modelo normal; como no exemplo em questão, o experimento é

pequeno (r = 3 e v = 4), essa diferença acentuou-se.

A comparação de dois tratamentos é feita pelo teste de Student no modelo normal e nesse experimento as médias foram: A =96,3,

B = 106,0 e C = 128,8. A estatística "t" para testar H 0 : C = B, na: C

;~ B é:

_____ = 3,94 (2.13) C<)49,55

que, sob H 0 , tem distribuição de t de Student, com 6 graus de

liberdade (gI), a Prob (t 2: 3,94) = 0,0076 e rejeita-se H 0 . Pelo modelo

aleatório, calcula-se 1680 valores de t e procede-se como antes;

feitos os cálculos, a Prob (t ~: 3,94) = 0,0077.

Em ambos os casos, o teste F e o teste t, os resultados do

modelo normal são aproximações daqueles do modelo aleatório; por

outro lado, como já foi visto anteriormente, as estimativas de con-

trastes de tratamentos e suas variâncias são iguais. Outro ponto

importante é que &, embora tenha definições diferentes nos dois

modelos, é estimado pelo quadrado médio do erro na análise de

variância, em ambos os modelos, o que leva também os contrastes

de tratamento terem a mesma estimativa de variância.

No exemplo em análise, nenhuma distribuição conhecida

foi assumida para os dados do experimento quando sob o modelo

Doc. - Embrapa cerrados. Planaltina-DF, n. 8, p.1-52, dez. 1999 19

aleatório, enquanto as pressuposições de independência e

normalidade referem-se ao modelo normal; independência entre

as parcelas não ocorre se houver casualização, e esta não leva à

normalidade. Utilizando a linguagem SAS (1986) simulou-se um

experimento com as observações tendo distribuição de Poisson,

isto é, os valores de x em (2.4) constituem os elementos de

uma amostra gerada pela distribuição de Poisson; foi estabelecida

uma estrutura aditiva e os dados e a análise de variância do modelo

normal estão na Tabela 2.3.

TABELA 2.3 Valores gerados na simulação e análise de variância.

Tratamento A A A B B B C C C

Y 26 23 20 29 23 23 30 32 37

F.V. GL SQ QM F p>F

Tratamento

Erro

2

6

168

68

84 7,41 0,024

11,33

Total 8 236

A Prob (F 2: 7,41) obtida pelo modelo aleatório é 0,036. Os valores de Y não foram transformados para .Jj, procedimento reco-

mendado para a distribuição de Poisson, e os resultados evidenciam

que o modelo normal funciona. Os exemplos apresentados foram

casos particulares, mas conclui-se o seguinte sobre o modelo nor-

mal:

1) É simples e demanda pouco cálculo;

2) É uma aproximação aceitável do modelo aleatório;

3) Sob aditividade, não há necessidade de transformações para se

atingir normalidade.

20 Ooc. - Embrapa Cerrados, Planaltina-DF, n. 8, p.1-52, dez. 1999

Os estudos teóricos e de simulação vão continuar, mas os que existem até hoje levam à utilização do modelo normal na análise de

experimentos casualizados e a inferência experimental continuará sendo feita através dele, embora os resultados sejam aproximações daqueles que seriam obtidos pelo modelo induzido pela casualização;

deve-se compreender, entretanto, que a variável resposta não precisa ter distribuição normal (embora possa ter), que as observações são

correlacionadas e que não existe uma amostra aleatória de parcelas. Por outro lado, a existência de observações discrepantes (outlíers) e

a heterogeneidade da variância, são sintomas de não aditividade,

que comprometem a validade da análise de variância; nesses casos, deve-se usar transformações estabilizadoras da variância, como as

do tipo Box e Cox (1964) ou no caso de proporções, arco-seno ,j.

Elas contribuem para melhorar a aditividade do modelo quando a

resposta é a variável transformada. Finalizando, sob aditividade, os dois modelos produzem resul-

tados aproximados como os do teste F e 1 no exemplo desta seção

e os cálculos no modelo normal são simples e poucos; estas são razões pelas quais o modelo normal é utilizado, entretanto, quando

se trata de inferência experimental, o de referência é aquele gerado pela casualização.

3 DELINEAMENTOS EM PARCELAS DIVIDIDAS

Os experimentos fatoriais podem ser planejados e conduzidos em quaisquer dos delineamentos básicos: completamente casuali-

zado, blocos incompletos, delineamentos em linhas e colunas. Cada

combinação dos níveis dos fatores é um tratamento, e as parcelas são alocadas aleatoriamente aos tratamentos, respeitando-se a es-

trutura de parcelas de cada experimento. Entretanto, existem expe-rimentos fatoriais em que a casualização é condicionada por objeti-

vos específicos do experimento ou por condições experimentais; os experimentos para o estudo da interação entre variedade e espaça-mento eram planejados em parcelas divididas, com as variedades nas parcelas e as densidades nas subparcelas; devido ao manejo,

Doc. . Embrapa cerrados, PIanaItna-DF, n. 8, p.1-52, dez. 1999 21

um fator deve ser aplicado em parcelas maiores e o outro em meno-

res; tomando-se como exemplo o delineamento em blocos ao aca-so, os níveis do fator A são aplicados às parcelas e estas são dividi-

das em subparcelas, onde são aleatoriamente alocados os níveis do fator B . Assim tem-se três fases da casualização: a dos blocos no

campo experimental, a das parcelas dentro de blocos e a das subpar-

celas dentro de cada parcela. São exemplos clássicos de tratamen-tos de parcelas: variedades, níveis de irrigação, tipos de arado; e de

tratamentos de subpacelas: densidade, espaçamento, nutrientes. As razões para esta estrutura variam, mas a conseqüência é a mes-

ma: as estimativas envolvendo os tratamentos de subparcelas e a interação entre estes e os tratamentos das parcelas, têm maior pre-cisão; analogamente, os respectivos testes de hipóteses também são mais sensíveis.

O modelo normal clássico deste delineamento é (considerando blocos casualizados):

(3.1)

onde,

Y: variável resposta observada no nível k de B, nível j de A, no bloco i.

p: média geral

R: efeito do bloco i

A: efeito do nível j do tratamento A

(RA),: erro aleatório, com média zero e variância a, independentes,

com distribuição normal

B: efeito do nível k do tratamento B

(AB)Jk: interação entre A e B

erro aleatório com média zero e variância o, independentes,

com distribuição normal e independentes de (RA),

22 Doc. - Enibrapa Cerrados. Planaltina-DF, n. 8, p.1-52, dez. 1999

A ausência da interação (RA), blocos x tratamentos de parce-

las, dá origem ao erro(a)

A variância da comparação entre dois tratamentos das parce-

las é dada por:

rb (3.2)

onde b é o número de tratamentos das subparcelas e r é o número

de blocos; o numerador de (2.2) é estimado pelo erro (a), na análise

da variância, e assim, a variância estimada em (3.2) é obtida pela

substituição do numerador pelo erro (a). A variância da compara-ção, entre dois tratamentos das subparcelas é dada por:

Var(Yk '..h)=2 (3.3) 7»

onde a é o número de tratamentos das parcelas; a é estimada pelo

erro(b) da análise da variância. A variância da cofflparação entre

dois tratamentos das subparcelas dentro de um tratamento de par-

cela é dada por:

Vard _V»=2Z--. (3.4)

A variância da comparação entre dois tratamentos de parcelas den-

tro de um tratamento de subparcela é dada por:

Var(Vfk _} Jk )=2 A8 (3.5) r

e nesse caso não há uma estimativa direta da análise da variãncia

para cr +a e temos que construir um erro sintético; em

(3.5) é estimado por

Erro(a) + (b - 1)Erro(b) b

(3.6)

Doc. - Embrapa Cerrados, Planaltina-DF, n. 8, p.1-52, dez. 1999 23

O grau de liberdade associado ao erro (3.6) é dado pela aproxima-ção de Satterthwaite (1946),

[Erro(a) + (b - flErro(b)] 2

gI = [Erro(a)]2 + kb—flErrob]2

(3.7) gi(a) gl(b)

onde gI(a) e 91(b) são os graus de liberdade do Erro(a) e Erro(b) respectivamente; as variâncias e os graus de liberdade são necessá-

rios para a construção de intervalos de confiança para a diferença

entre dois tratamentos ou para testar hipóteses.

O esquema de análise de variância com as fontes de variação

e graus de liberdade estão na Tabela 3.1.

TABELA 3.1 Esquema da análise de variância de um delineamento em parcelas divididas.

Fontes de variação G 1

Blocos r-1

Tratamentos(A) a-1

Erro(a) (r-1 )(a-1

Tratamento(B) b-1

Interação. A x B (a-1 )(b-1

Erro(b) a(r-1 )(b-1

Total rab-1

Caso o delineamento seja outro, haverá modificação da pri-

meira parte da tabela no que concerne a fontes de variação, mas a

segunda será a mesma. O modelo acima, normal clássico, é uma

aproximação aceitável do modelo induzido pela casualização. Ao falar em parcelas divididas é conveniente comentar as extensões

desse delineamento; assim, as subparcelas podem também ser divi-didas, dando origem às subsubparcelas, e os c níveis de um terceiro fator C, são alocadados aleatoriamente a elas e tem-se o delinea-

mento em parcelas subdivididas (split-split piot); essa subdivisão pode continuar para os níveis de um fator D e assim por diante. As conseqüências são as mesmas da anterior: a cada nível de subdivi-

24 Doc. - Embrapa Cerrados, Planaltina-DF, n.B, p.1-52, dez. 1999

são, a precisão das comparações aumenta e aumentam também as complicações na comparação entre dois tratamentos das subparcelas dentro de um tratamento de subsubparcela (Cochran & Cox, 1957).

Um delineamento freqüentemente confundido com o de par-celas divididas é o delineamento em faixas ou em blocos divididos. Quando esses dois tipos de tratamento envolvem maquinária pesa-da ou são de difícil manejo, os níveis dos dois fatores precisam de parcelas grandes e assim divide-se o bloco em linhas e colunas, sorteiam-se os níveis do fator A nas colunas e os níveis do fator B nas linhas e isto independentemente em cada bloco. O modelo ma-temático desse delineamento é o seguinte:

Yjj~ =p+R, +A +(RA) 1 +B,, +(RB),1< +(AB)Jk +e (3.8)

A ausência da interação blocos x tratamentos 8 (RB), origina o Erro(b) e a ausência da interação blocos x A x B (RAB) o Erro(c),

representado aqui por e Jk. O esquema da análise de variância está na Tabela 3.2. Vale ressaltar que a análise de variância de experi-mentos em blocos é válida quando não há interação dos tratamen-tos com blocos; essa interação não é exatamente zero, e os desvios são devidos à diferença entre as parcelas dentro do bloco, de natu-reza aleatória, e por isso origina um erro.

TABELA 3.2 Esquema da análise de variância de um delineamento em blocos divididos.

Fontes de variação GL

Blocos r-1 Tratamentos(A) a-1 Erro(a) (r-1 )(a-1) Tratamentos(B) b-1 Erro(b) (r-1)(b-1) Inter A x B (a-l(b-1) Erro(c) (r-1 )(a-1 )(b-1 Total rab-1

Dcc. - Embrapa Cerrados, Planaltina-DF, n. 8, p.1-52. dez. 1999 25

4 EXPERIMENTOS COM MEDIDAS REPETIDAS NO TEMPO E NO ESPAÇO.

4.1 Exemplos

Exemplo 4.1 Um experimento foi realizado para estudar a produção

de matéria seca de uma forrageira, sob quatro sistemas de manejo;

foram feitos cinco cortes nos tempos t1,:2,13,14 e t5 e as variáveis relevantes foram observadas em cada corte.

Exemplo 4.2 Um experimento com laranjeiras foi conduzido para se estudar o efeito de vários métodos de poda na evolução da produção

anual; em cada ano, foram registradas a produção e a incidência de pragas.

Exemplo 4.3 Um experimento com cinco tratamentos (dietas), para se estudar o efeito da redução do nfvel de proteína em rações para leitões e da sua suplementação com aminoácidos; o peso e outras

medidas foram registrados no início do experimento e a cada sete dias durante dois meses.

Exemplo 4.4 Um experimento será realizado para se avaliar o efeito

de diferentes sistemas de cultivo de cobertura do solo, na dinâmica da biomassa e da atividade microbiana ao longo de seis anos. As

variáveis que as caracterizam serão observadas em cada estação e também em cinco profundidades.

Todos esses experimentos têm em comum o registro da mes-

ma variável em tempos sucessivos (repetidos no tempo) e o último, em espaços consecutivos (repetidos no espaço - profundidades).

4.2 Análise

A análise de experimentos, com medidas repetidas no tempo (ou no espaço), pode ser semelhante àquela de um experimento que tivesse sido planejado qom parcelas divididas, considerando as

26 Doc. - Embrapa Cerrados, Planaltina-DF, o. 8. p. 1-52, dez. 1999

medidas no tempo como os tratamentos de subparcelas; o delinea- mento do experimento pode ser qualquer um. Ocorre que a sequên-

cia dos tempos t1 1 t2,..., ç não é casualizada e, portanto, não se

conhece a estrutura de covariância das observações no tempo. Para

complementação das idéias, considere um delineamento em blocos ao acaso, com o seguinte modelo:

(4.1)

onde:

p é a média geral;

b é o efeito de bloco;

T i é o efeito de tratamento;

é o erro experimental;

a estrutura de variâncias e covariâncias dos }/s é dada pela casua-

lização, mas se existem observações nos tempos t1 ,1 2 ,..., t,, para

cada parcela (ii) do experimento têm-se as observações %p'2'•...

as variâncias e covariâncias dessas observações podem ser repre-sentadas pela matriz:

var(Y71 ) cov(4 1 ,)Ç 2 ) .... cov(Y,Y)

= c0v(Y21%1) \'31(y)2)

....

cov(Y,Y1) (4.2)

cov(}Ç ...}Ç) cov(},,}Ç 2 ) .... var(} » )

ou,

°ji c712 ltv

a21 a 22 ....

(4.3)

°vt .2 0,,

Doc. . Embrapa Cerrados. Planaltina-DF, n. 8, p.1 -52. dez. 1999 27

Estudando o assunto, l-luynh & Feldt (1970) concluiram que se em (4.3)

au = 2y+Ã,

Uii = se i#j, (4.4)

para constantes yi e À, então o teste F na análise de variância, como

se o experimento fosse em parcelas divididas, é válido. Essas condi-ções para a matriz Y. são conhecidas como condições (I-1-F) ; a difi-culdade está em saber se no experimento em questão, as condições (H-F) existem. Embora estas sejam as condições mais referidas, o assunto come çou a ser estudado por Box (1954); Box estabeleceu uma medida de afastamento das condições (H-F) (mesmo que na época elas ainda não tivessem sido formuladas) através dos ele-mentos da matriz E, definida pelo, parâmetro O, onde:

0= ii

0,-1)(Ecr-2ve+v2Ô2) (4.5)

onde,

= r±± Cu v ii

crj = ; YPu

= - a

Para v > 2 , 1

:5 0~ 1 Quanto mais Ose afasta de 1, mais (v-1)

se afasta das condições (H-F). Observa-se então, que se v=2, as

28 Doo. . Embrapa cerrados, Planaltina-DF, o. 8, p. 1.52, dez. 1999

condições (H-F) sempre existem e o experimento pode ser analisado como parcelas divididas. Para ilustrar a recomendação de Box, con-sidere um experimento em blocos ao acaso, com seis tratamentos e cinco repetições, onde a variável de interesse foi observada em cin-co ocasiões. O esquema da análise de variáncia como se o experi-mento fosse em parcelas divididas está na Tabela 4.1.

TABELA 4.1 Esquema da análise da variância do experimento.

Fontes de Variação GL GL(Box)

Blocos 5 5 Tratamentos 5 5 Erro(a) 25 25 Tempos 4 1 Tempos x Tratamentos 20 5 Erro(b) 120 30

Total 179

A recomendação de Box é dividir os graus de liberdade para Tempos, Tempos x Tratamentos e Erro(b) por (v-1), que no caso é 4 (como está na terceira coluna da tabela cima), e aplicar o teste F com esses novos valores. Para orientar essa recomendação, Box

propõs um teste de hipótese da forma: H0 : O = 1, "a 0<1; entretanto, com o decorrer do tempo surgiram alternativas.

Um exame do procedimento de Box indica que os graus de liberdade para Tempos e Tempos x Tratamentos foram multiplica-dos por 1 I(v-1), o menor valor que O pode ter; se O for maior então o teste passa a ser conservador e somente grandes diferenças vão ser significativas. Greenhouse & Geisser (1959) Hunch & Feldt (1970) conseguiram estimadores para O, conhecidos com estimadores (G-G) e (H-F); eles são usados para corrigir os graus de liberdade e aparecem em aplicativos de estatística como o SAS (1997).

Doc. - Enibrapa Cerrados, Planattina-DF. n. 8, p.1-52, dez. 1999 29

Quando a resposta no tempo é semelhante à do Exemplo 4.1,

podem-se utilizar modelos de regressão no tempo; se a matéria seca

no tempo t, é dada por y,, então Yi, Yi + Y2, Yi + Y2 + Y3 etc. são

quantidades que crescem e portanto pode-se ajustar uma regressão no tempo, para se estimar, por exemplo, taxas de crescimento para

cada sistema. Deve-se optar por equações simples, entretanto, isto

depende da relação da resposta acumulada e o tempo.

Ocorre, ainda, o caso em que a matriz de covariâncias apre-senta outro padrão ou não tem nenhum; por exemplo, as correIa-

ções podem diminuir ao longo do tempo ou do espaço. O procedi-mento MIXED do SAS (1997) permite analisar experimentos com medidas repetidas no tempo, admitindo vários tipos de matrizes de

variâncias e covariâncias, inclusive uma matriz Y. qualquer; os resul-

tados dessa análise vão subsidiar a decisão sobre qual matriz Z utilizar.

Em alguns experimentos, entretanto, a resposta é observada

no espaço e no tempo, como no exemplo 4.4; neste, os procedi-

mentos são mais elaborados, mas as técnicas são as mesmas; em princípio, quer-se analisar o experimento como se ele tivesse sido

planejado como parcelas subdivididas (split-spllt-p/ot), sendo os di-

ferentes espaços os tratamentos das subparcelas e os tempos os tratamentos das subsubparcelas. Para consolidar conceitos e ilus-

trar operações serão utilizados os recursos do SAS na análise de um experimento com dados cedidos pela pesquisadora lêda Mendes de

Carvalho, da Embrapa Cerrados (dados parcialmente modificados).

5 ANÁLISE MULTIVARIADA

Pode ocorrer que o afastamento das condições H-F para a

análise univariada seja grande e nesse caso, tem-se a opção da

análise de variância multivariada; aqui, as variáveis Y,Y 2 ,..., y,, ob-

servadas nos tempos 1, 2,.,v, também têm uma matriz de variân-

cias e covariâncias E, desconhecida e sem restrições envolvendo

30 Doc. - Embrapa Cerrados, Planaltina-DF, n. 5, p.1-52. dez. 1999

seus elementos (apenas sendo definida positiva). Na análise multi-variada, as v variáveis são consideradas como v respostas, com matriz de variância Z. A análise de variância multivariada está con-tida num capítulo maior de estatística, denominado Análise Multi-variada, do qual faz parte grande elenco de outras análises. Para

sua utilização em dados repetidos no tempo, vamos introduzir as idéias principais.

Considere um experimento com feijão, em blocos ao acaso,

relatado em Seber (1984); os tratamentos consistiam em seis práti-cas de combate a Leaf Mine, e as variáveis observadas foram:

'1 número de lesões por folha,

>'2 peso de feijão por parcela,

y3 proporção de folhas infectadas (arco-seno (JiÇ)).

Numa análise de variância univariada, a hipótese nula (H0 ), de

que os efeitos dos tratamentos são nulos, é testada independente-mente em cada variável. Na multivariada, a hipótese nula passa a ser: os efeitos de tratamentos são nulos para as três variáveis e o teste é um só. Nessa análise, é aproveitada a correlação que existe

entre as variáveis resposta; por exemplo, Corr(Y 1 , Y2 )=-0,005,

Corr(Y1 , Y)=0,264 e Corr(Y2 , Y3 )=-0,185. A análise de variância

para cada variável forneceu os seguintes valores de F: Yj, F=9.25

(rejeita-se H0); Y2 , F= 1.29 (aceita-se H0 ); 1'3 F=6.28 (rejeita-se

H0). A análise de variância multivariada utiliza matrizes de soma de

quadrados e produtos para cada fonte de variação (em vez de soma de quadrados somente como na análise de variância univariada). No

caso em questão, as matrizes relevantes são as de tratamentos e do erro, T e E, respectivamente, e são as seguintes:

6.617 -0,858 1,684

T= -0,858 0,678 -0.219

(5.1) 1,684 -0,219 0.707

Doo. - Embrapa Cerrados, Planaltina-DF, n. 8, p.1-52, dez. 1999 31

1,031 —0,007 0,156

E= —0,007 1,578 —0,135 (5.2)

0,156 —0,135 0,338

Na diagonal, estão as somas de quadrados para cada variável e fora

dela as soma de produtos; por exemplo, -0,858 é a soma de produ-

tos para tratamentos entre Y, e y2 . Também está definida uma ma-

triz para blocos, chamada de B, mas que não será usada aqui. A análise de variância multivariada é apresentada de forma semelhan-

te à univariada e consta na Tabela 5.1.

TABELA 5.1 Esquema da análise de variância multivariada.

Fontes de variação GL Matriz

Blocos 3 B

Tratamentos 5 T

Erro 15 E

Total 23

Os quatro testes mais conhecidos para esse caso são: teste de Wilks, de Hotelling, de Pilai e de Roy; detalhes desses testes

podem ser encontrados, por exemplo, em Chatfield & Collins (1975); aqui será feita uma síntese sobre suas características. O teste de

Wilks é construído pela razão de verossimilhança e é definido pela

estatística lambda de Wilks (A), onde

det(E)

det(E+T) (5.3)

e det(E) significa determinante da matriz E. O teste de Hotelling é

representado pela estatística T 2 , onde

T2 = Tr(TE')

32 Doo. - Embrapa cerrados, Planaltina-DF, n. 5, p.1-52. dez. 1999

e Tr(TE') significa traço da matriz TE», ou seja, a soma dos elemen

tos da diagonal da matriz TE'. O teste de Pillai usa a estatística U, onde

U =Tr[T(E+T)-' ].

O teste de Roy usa a estatística R, onde R = máximo auto-

valor da matriz TE».

Os quatro testes não são equivalentes e não existe orientação em relação a qual escolher. Na análise do exemplo, será usado o

teste de Wilks porque se assemelha ao teste F da análise da variáncia, embora os aplicativos, como o SAS, forneçam resultados dos quatro. Assim, tem-se que:

det(E) A=dt(E+T) = 0,05038.

Observe que se Ho é verdade então T tende para uma matriz

nula e assim A converge para 1 e se H. é rejeitada então, A aproxi-

ma-se de O (zero); portanto, Avaria entre O e 1; logo j0 é rejeitada

para valores próximos de 0 (zero) , ao contrário do que acontece no

teste F. A distribuição de A é complicada e usa-se o teste F (aproxi-mado), obtido pela transformação de A (Rao (1977)) e usada pelo

SAS (1990); para o exemplo, F=4,722, com 15 e 36,29 graus de

liberdade e H. é rejeitada.

Esta introdução sobre análise multivariada é necessária para

que aqueles que usarem o SAS, entendam os resultados das diver-sas análises que esse aplicativo de estatística produz; de fato, pre-fere-se a análise univariada, pois a análise de variância multivariada ignora que existe uma seqüência no tempo e os testes de significân-cia são menos sensíveis do que os testes univariados.

Doo. - Embrapa Corrados. Planaltina-DF, n. 8, p.I-52, dez. 1999 33

6 ANÁLISE DE EXPERIMENTOS

Os dados deste experimento fazem parte de um estudo relatado em Mendes (1998); um dos objetivos foi testar três tipos de cultivo de cobertura do solo: Pousio, centeio e trevo-vermelho. O delineamento experimental foi blocos casualizados. Uma das variáveis resposta, a biomassa, foi quantificada em cinco faixas de

profundidade do solo: P1 ,P2 ,P3 ,P4 e P5 ; para a análise, os dados foram

modificados e parte deles estão no disquete que acompanha esse trabalho (o leitor deve exercitar essa seção com os programas do disquete e com dados próprios). O comportamento dos tratamentos, ao longo das cinco profundidades, está representado na Figura 6.1

e as médias estão na Tabela 6.1.

180

160

140

E .0 120

100

80

—e-- Trat.l —e- Trai2 -' Trat.3

/ /

2 3 4 6

Profundidade

FIG. 6.1 Comportamento dos tratamentos.

TABELA 6.1 Médias dos tratamentos.

Profundidade Tratam.

1 2 3 4 5 média

1 2 3

129,32 93,61 93,12

116,74 98,33

122,02

166,94 148,22 165,90

114,15 102,48 97,80

116,92 135,59 132,20

128,81 115,65 122,21

média 105,35 112,36 160,35 104,81 128,24 122,22

34 Dcc. . Embrapa cerrados. Planaltina-DF, n. 8, p.1-52. dez. 1999

Pela Figura 6.1, há indicação que os perfis não são paralelos (existência de interação). A matriz de correlações no espaço é a seguinte:

PI P2 P3

-0,07

-0,08 0,57

0,54 0,17 0,14

ps -0,80 0,29 0,40 -0,67

As correlações entre as profundidades não evidenciam um

padrão de comportamento em concordância com os perfis dos tra-tamentos. Se houver interesse, examinar-se-ão os resultados da análise de variância de cada profundidade.

Neste ponto será preciso elaborar a parte computacional do SAS utilizada na análise estatística dos dados; embora todos os

programas estejam no disquete que acompanha o trabalho, serão descritas, aqui, as principais partes. A entrada dos dados é obtida pelo programa:

DATA TEMPO 1; !NPUT PLOT REP TREAT PROF BIOMASS; DATAUNES;

2 1 1 1 153.205 2 1 1 2 113.937

34 4 3 5 128.834 34 4 3 5 105.398

PROC PRINT DATA =TEMPO1; RUN;

Para a análise de variância, como se o experimento tivesse sido em parcelas divididas e as condições (H-F) presentes, tem-se o programa

Doc. - Embrapa cerrados, Planaltina-DF, n. 8, p.1-52, dez. 1999 35

TITLE2 ANALISE DA BI0MASS EM PARCELAS DIVIDIDAS(SEM CORREÇÃO DOS G L); PROC GLM DATA=TEMPO1; CLASS REP TREAT PROF; LABEL BIOMASS="BIOMASSA" PROF= "PROFUNDIDADE";; MODEL BIOMASS = REP TREAT REP*TREAT PROF PROF*TREAT

REP'PROF(TREAT); TEST H=TREAT E=REPTREAT; TEST I-4=PROF PROF*TREAT E=REPPROF(TREAT)

RUN;

Os resultados estão na Tabela 6.2.

TABELA 6.2 Análise da variáncia do experimento.

Fontes de variação GL GIVI F Pr > F

Rep 3 174,45

Treat 2 866,45 1,98 0,2200

Erro(a) 6 438,24

Profundidade 4 6525,03 25,50 0,0001

Prof. X Treat 8 649,30 2,54 0,0300

Erro(b} 36 255,86

Total 59

Por essa análise, não houve evidência para a rejeição da hipó-

tese nula para tratamentos (F= 1,98); essa inferência ignora os per-fis dos tratamentos. Como se esperava, há diferenças entre as pro-

fundidades (F= 25,50); mais adiante essa interação será discutida.

Continuando, usa-se o procedimento GLM do SAS (1990), com o comando REPEATED para analisar os dados como medidas

repetidas no espaço; para usar o comando REPEATED, os dados devem estar dispostos no arquivo (data set) da forma multivariada.

No exemplo, a seqüência é: REP, TREAT, P1,P2,P3,P4,P5, onde Pi , é a

quantidade de biomassa na profundidade i. O programa de análise

36 Doc. . E,-nbrapa Cerrados, Planaltina-DF, n. 8, p.1-52. dez. 1999

divide-se em dois subprogramas: O primeiro para colocar os dados da forma multivariada, e o segundo para a análise estatística dos dados e seguem abaixo:

Primeiro subprograma:

PROc SORT DATA=TEMP01; BY TREAT REP; RUN; DATA TEMPO M(KEEP=P1-p5 REP TREAT);

ARRAY PP(5) P1-P5; DO PROF = 1 TO 5;

SET TEMP01; BY TREAT REP; PP(PROF) = BIOMASS; IF LAST.REP THEN RETURN;

END; RUN; TITLE2 DADOS PARA ANALISE MULTIvARIADA; PROc PRINT DATA rrTEMPO M; RUN;

Segundo subprograma:

TITLE2 ANALISE MULTIVARIADA E UNIVARIADA COM CORREÇÃO DOS GL; PROC GLM DATA TEMPOM; CLASS REP TREAT; MODEL P1-P5 = REP TREAT; repeated PROFUNDIDADE 5 CONTRAST(1) / SUMMARY PRINTE;

1 repeated PROFUNDIDADE 5 HELMERT / SUMMARY PRINTE NOUNI; repeated PROFUNDIDADE 5 POLYNOMIAL / SUMMARY PRINTE NOUNI; repeated PROFUNDIDADE 5 PROFILE / SUMMARY PRINTE NOUNI; repeated PROFUNDIDADE 5 MEAN / SUMMARY PRINTE NOUNI; repeated PROFUNDIDADE 5 CONTRAST(5) / SUMMARY PRINTE NOUNI;

'1 RUN:

A primeira informação sobre as Condições de H-F é dada pelo critério de Mauchly (1940) (ou teste para esfericidade) aplicada às transformações ortogonais; a estatística usada para o teste tem, sob normalidade, a distribuição de Qui-quadrado; neste caso, o cri-tério transformado para Qui-quadrado vale 4,479, com 9 gI e Prob

Ooc. - Embrapa Cerrados. Planaltina-DE, n. 8, p.I-52, dez. 1999 37

(z 2 > 4,479) = 0,88; logo a hipótese nula de esfericidade (que corresponde à presença das condições H-F) é aceita e assim a aná-

lise univariada como se o experimento tivesse sido em parcelas divi-didas é válida. Entretanto, esse teste é criticado, porque é suceptí-vel a desvios da normalidade. O teste está descrito em Milliken &

Johnson (1992).

Continuando, o SAS fornece resultados dos testes da análise

de variância multivariada para profundidade e a interação profundi-

dade x tratamentos; no primeiro, a H. é que não há diferenças entre

as cinco profundidades e A de Wilks tem valor 0,040934 e pelo

teste exato de F (F = 17,57 com quatro e três 91) rejeita-se H0 , con-

cordando com a análise univariada; no segundo caso, a H0 é que os

perfis dos tratamentos ao longo do tempo são paralelos, isto é, não

há interação entre tratamentos e profundidade; A de Wilks tem va-lor 0,16449 e pelo teste aproximado de F (F = 1,0992 com 6 e 8 91) não há interação profundidade x tratamento, discordando da análise

univariada.

Por último, são apresentados os resultados da análise univariada

com os graus de liberdade ajustados; nessa parte, o SAS executa a análise como se o experimento fosse inteiramente casualizado, não

considerando outros delineamentos e portanto é necessária uma

interferência externa. Os valores de õ (estimativa de O), fornecidos pelo SAS devem ser utilizados para corrigir (quando for o caso) os

graus de liberdade para profundidade, profundidade x tratamentos e

Erro(b) e então observam-se os novos valores para (Pr > F); se o

delineamento for inteiramente casualizado, isto é feito pelo próprio

programa. No exemplo têm-se dois valores para õ = 0,6338

(Greenhouse & Geisser) e Õ = 1 (Huynh & Feldt); quando õ é maior

do que 1 usa-se o valor 1, como no caso em questão. Pelo valor de

õ de H-F, pode-se analisar o experimento como se ele tivesse sido planejado em parcelas diyididas, todavia, como exemplo vamos

multiplicar os graus de liberdade pela õ de G-G; os resultados estão na Tabela 6.3.

38 Doc. - Embrapa Cerrados, Planaltina-DF, n. 8, p.1-52, dez. 1999

TABELA 6.3 Análise da variância com os graus de liberdade ajus-

tados (G-G).

Fontes de variação GL GL(Aj.) QM F Pr > E Pt > E G-G

Rep 3 3 174,45

Treat 2 2 866,45 1,98 0,2200

Erro(a) 6 6 438,24

Prof 4 2,5 6525,00 25,50 0,0001 0.0001

Prof x Treat 8 5,1 649,30 2,54 0,0300 0.0560

Erro(b) 36 22,8 255,86

Total 59

O procedimento anterior está também descrito em Hinkelman & Kempthorne (1994).

Confrontando os resultados da análise multivariada (que admite arbitrária e constante para cada tratamento), análise univariada

(restrita às condições H-F) e a univariada com correções dos graus

de liberdade), conclui-se que não há evidência suficiente para rejeitar a hipótese de nulidade dos tratamentos, há diferença entre as

profundidades e não há evidência suficiente para admitir interação entre profundidade x tratamentos. A última afirmação corresponde

a aceitar o paralelismo dos perfis dos tratamentos ao longo das profundidades.

O comando REPEATED do GLM possibilita cinco outros tipos de estudo:

1) Comparação entre uma profundidade e a média das demais, com o comando MEAN;

2) Comparação da profundidade k com a média das posteriores, com o comando HELMERT;

Doo. - Embrapa cerrados, PanaItina-DF, n,8, p,1-52, dez. 1999 39

3) Estudo dos efeitos lineares, quadrático, etc., no tempo ou no espaço, com o comando POLYNOMIAL;

4) Estudo das diferenças entre dois tempos sucessivos, com o co-mando PROFILE;

5) Contraste entre determinada profundidade (por exemplo 1) e cada uma das outras, com o comando CONTRAST(1).

Qual deles vai ser aplicado, depende do tipo de estudo. Em cada um, o SAS produz a análise de variância simples de cada variável transformada; o comando PROFILE, por exemplo, cria quatro

variáveis: PROFUN.1 = P2 -I 1 , PROFUN.2 = P3 -P2 , PROFUN.3 =

J°41'3, PROFUN.4 = 1 5 P4 . Como interpretar a análise de variância

de P2 -P1 , por exemplo? Se os efeitos dos tratamentos são os mesmos

nas profundidades 1 e 2, então ti será aceita. Pela análise de

variância, não há diferença entre os tratamentos em nenhuma das quatro novas variáveis. Outra opção que cabe neste estudo é a comparação entre a profundidade 1 com cada outra, pelo comando CONTRAST(1); essa opção implica a criação das quatro variáveis: PROFUN.2 = p1 -p2 , PROFUN.3 = pj-p3 , PROFUN.4 =

PROFUN.5 = vj -p5 . Somente no último contraste há diferença entre

os tratamentos.

Quando uma resposta é observada no tempo, como o peso de um animal ou a altura de uma planta, então o comando POLYNOMIAL tem utilidade, pois através dele pode-se estimar os efeitos lineares, quadráticos, cúbicos, etc.

O exame da matriz R de correlações, com valores negativos e positivos, leva-nos a conjecturar que a matriz de variâncias e cova-riâncias não tenha um padrão definido; o procedimento MIXEO do SAS permite analisar o experimento admitindo vários tipos de matri-zes, inclusive, uma matriz Y. qualquer. O programa encontra-se a seguir:

40 Doe. - Enibrapa Cerrados, Planaltina-DF, n.8, p.1-52, dez. 1999

PROC MIXED DATA =TEMPO1; CLASS TAEAT REP PROF; MODEL BIOMASS = REP TREAT PROF PROF*TREAT ; REPEATED PROF / TYPE=HF SUB=REP*TREAT RCORR; RUN:

A opção chave neste programa é TYPE=HF, que significa que na análise do experimento vai ser usada uma matriz com as

condições H-F; outros tipos de matrizes podem ser empregadas como:

variâncias iguais e covariáncias iguais (TYPE=CS), matriz sem es-

trutura (TYPE=UN), etc; o manual do SAS (1997) contém uma listagem dessas matrizes e suas respectivas definições. O procedi-mento de análise funciona da seguinte forma: Obtêm-se os resulta-

dos para cada matriz e por meio dos critérios de informação de Akaike (AIC) e o Bayesiano de Schwarz (SBC), seleciona-se a matriz cujo critério deu o maior valor (Littel et al.,1996). Os resultados

para os três tipos de matrizes citadas foram os seguintes:

CRITÉRIO MATRIZ

HF CS UN

AKAIKE -189,46 -193,41 -194,76

SCHWARZ -194,68 -195,15 -207,79

Neste estudo, a matriz E tipo I-I-F apresenta os melhores resultados: AIC = -189,46 e SBC= -194,67; com esse modelo,

pode-se aplicar a análise univariada sem ajustamento de graus de liberdade. A única discordância está na interação; considerando que

o teste multivariado é mais conservador e que a matriz E H-F é a adequada, rejeita-se a hipótese de paralelismo e volta-se para a análise de variância quando as condições H-F ocorrem (a primeira que foi feita). Uma decisão diante desses resultados é mais difícil, entretanto,

os computadores de alta velocidade de cálculo e os aplicativos de estatística, permitem o estudo de vários modelos, diminuindo o risco de se adotar um modelo inadequado.

Doc. - Embrapa Cerrados, Planaltina-DF, n. 8, p.1-52, dez. 1999 41

No experimento analisado, a biomassa também foi avaliada em duas estações, outono e primavera e deparou-se com o problema: como analisar um experimento com medidas repetidas no espaço e

no tempo? Para a análise que se segue foi simulada uma terceira estação, pois com duas, as condicões H-F ocorrem. Será desenvolvido

o procedimento presente em Milliken & Johnson (1992). Considerando as faixas de profundidade como subparcelas e as

estações (tempo), como subsubparcelas, a análise do experimento como se ele tivesse sido planejado como parcelas subdivididas (split-

split-plot), é obtida com o seguinte programa:

TITLEI DADOS REPETIDOS NO ESPAÇO E TEMPO; TITLE2 ANALISE DA BIOMASS COMO PARCELAS SUBDIVIDIDAS; PROC GLM DATA' TUDO; cLASS REP TREAT PROF SEASON; LABEL BIOMASS="BIOMASSA" PROE="PROFUNDIDADE" SEASON= "ESTAÇÃO"; MODEL BIOMASS = REP TREAT REP*TREAT PROF PROF*TREAT REP*PROF(TREAT) SEASON SEASON*TREAT SEASON*PROF SEASON *PROF*TREAT REP*TREAT*PROF*SEASON ; TEST Fl=TREAT E=REP*TREAT ; TEST H=PROF PROF*TREAT E=REP*PROF(TREAT) TEST H'=SEASON SEASON*TREAT SEASON*PROF SEASON *PROF*TREAT E=REP*TREAT*PROF*SEASON ; RU N;

Os resultados estão na Tabela 6.4, com duas colunas a mais

para completar a análise.

TABELA 6.4 Análise da variância do experimento.

FV GL CM F 1', > F CL (0-0) Pr> F(G-G)

rep 3 831,74 treat 2 1166,89 2,42 0,170 erro(a) 6 482,59 prol 4 6843.92 20,46 0,001 3,81 0,001 treat'prof 8 570.89 1,71 0,130 5,62 0,160 erro(b) 36 334,49 25,28 seeson 2 2736,46 18.58 0.001 1.58 0,001 prol'season 8 1910,57 12,97 0,001 6,30 0,001 treatseason 4 372.45 2,53 0,046 3,15 0,061 treat'prof'season 16 203,48 1.38 0,170 12,61 0,190 erro(c) 90 147,31 70,91

TOTAL 179

42 Doc. - Ernbrapa cerrados, Planaltina-DF, o.8, p.1-52, dez. 1999

A análise nessas circunstâncias tem de considerar que nem as profundidades nem as estações foram casualizadas e portanto é necessário verificar as condições H-F em duas matrizes de variâncias e covariâncias: para as cinco profundidades e para as três estações. O primeiro passo será obter as estimativas de O de G-G e H-F, para as subsubparcelas (estações) e subparcelas (profundidades) respectivamente e isso se faz em duas fases. A primeira, considerando no SAS que o delineamento é de parcelas subdivididas (tratamentos nas parcelas e profundidades nas subparcelas) com medidas repetidas no tempo (três estações, que são as subsubparcelas); o programa é o seguinte:

PROC SORT DATA =TUDO; 8V TREAT REP pROF SEASON ; RuN; PROC PRINT DATA=TLJDO; RUN;

DATA TUDO M(KEEP=S1-S3 REP TREAT PROF); ARRAV SS(3) S1-S3; DO 5 = 1 TO 3;

SET TUDO; 8V TREAT REP PROF; 55(5) = BIOMASS; IE LAST.PROF THEN RETURN;

END; RUN; TITLE2 DADOS PARA ANALISE MIJLTIVARIADA; PROC PRINT DATA=TUDO M; RUN;

TITLE2 ANALISE MULTIVARIADA E UNIVARIADA COM CORREÇÂO DOS GL; TITLE3 ESTIMATIVAS DE G-G E H-F PARA AS ESTAÇÕES; PROC GLM DArA=TuDOM; CLASS REPTREAT PROF; MODEL S1-53 = REP TREAT REP'TREAT PROF PROF*TREAT TEST H=REP TREAT E=REP 5 TREAT; REPEATED ESTACAO 3 CONTRAST(3) /SUMMARV PRINTE;

1 REPEATED ESTAÇÃO 3 HELMERT / SUMMARY PRINTE NOUNI; REPEATEO ESTAÇÃO 3 POLVNOMIAL / SUMMARV PRINTE NOUNI5 REPEA5ED ESTAÇÃO 3 PROFILE / SUMMARV PRINTE NOUNI; REPEATED ESTAÇÃO 3 MEAN / SUMMARV PRINTE NOUNI; REPEATED ESTAÇÃO 3 CONTRAST(5) / SUMMARY PRINTE NOUNI;

4/

RUN;

Doc. - Embrapa Cerrados, Planaltina-DF, n. 8, p.1-52. dez. 1999 43

que produziu G-G =0,7879 ; H-F = 1 para as estações. A segunda considera que o delineamento básico é o de blocos casuatizados com medidas repetidas em cinco faixas de profundidade, tomando

para a análise as médias das três estações de cada profundidade; o programa para essa análise é o seguinte:

PROC SORT DATA =TUDO; BY TREAT REP PROF SEASON; RUN; PROC MEANS DATA =TUDO MEAN NOPRINT; BY TREAT REP PROF; VAR BIOMASS; OUTPUT OUT = TUD02 MEAN = BIOMASS; RUN; PROC PRINT DATA =TUDO2; RUN; PROC SORT DATA =TUDO2; BY TREAT REP PROF; RUN; PROC PRINT DATA =TUDO2; VAR REP TREAT PROF BIOMASS; RUN;

DATA TUD03(KEEPP1-P5 REP TREAT); ARRAY PP(5) P1-P5; DOPROF =1T05;

SET TUDO2; BY TREAT REP; PP(PROF) = BIOMASS; IF LAST.REP TI-IEN RETURN;

END; RUN; TITLE2 DADOS PARA ANALISE MULTIVARIADA; pnoc PRINT DATA =TUDO3; RUN;

TITLE2 ANALISE MULTIVARIADA E UNIVARIADA COM CORREÇÃO DOS GL PARA AS SUB PARCELAS; TITLE3 CALCULO DO DA ESTIMATIVA DE TETA(BOX) PARA AS PROFUNDIDA-DES; PROC GLM DATA=TUD03; CLASS TREAT REP; MODEL P1-P5 = TREAT REP; REPEATED PROF 5 CONTRAST(1) /SUMMARY PRINTE;

1 REPEATED PROFUNDIDADE 5 HELMERT / SUMMARY PRINTE NOUNI; REPEATED PROFUNDIDADE 5 POLYNOMIAL / SUMMARY PRINTE NOUNI; REPEATED PROFUNDIDADE 5 PROFILE / SUMMARY PRINTE NOUNI; REPEATED PROFUNDIDADE 5 MEAN / SUMMARY PRINTE NOUNI; REPEATED PROFUNDIDADE 5 CONTRAST(5) / SUMMARY PRINTE NOUNI;

t i RUN;

44 Doc. - Embrapa Cerrados, Planaltina-DF, n. 8, p.l-52. dez. 1999

com ele obteve-se G-G =0,7023; H-F = 1, para as profundidades. O valor de o para as subparcelas (profundidades) está entre 0,25 e 1, enquanto para as subsubparcelas (estações) está entre 0,5 e 1; quando a estimativa de o tem valor acima de 1, adota-se 1 para ; como uma ilustração, na Tabela 6.4, na sexta coluna, estão os graus de liberdade corrigidos pelo valor de G-G e na sétima, os respectivos

níveis de significância. Embora os valores de ô de G-G foram utilizados na tabela anterior, os recomendados são os de H-F, e portanto, pelo valor igual a 1, existem as condições de H-F e volta-se à análise original, univariada, sem nenhum ajustamento de graus de liberdade. Os resultados do PROC MIXED do SAS , para cada caso, conduzem à escolha da análise univariada sem ajustamentos de graus de liberdade, dispostos na Tabela 6.4.

Cabe aqui um comentário sobre as possíveis matrizes que po-dem ser escolhidas para uso no PROC MIXED; foram utilizadas três, mas o manual do SAS (1997), p. 626, fornece uma coleção de delas; outro estudo pode modificar a conclusão atual e nesse caso prevalece a análise de variância fornecida pelo PROC MIXED.

Como referido antes, ocorrem situações experimentais em que tem significado estudar as medidas no tempo de forma acumulada; considere-se um experimento em blocos ao acaso, com seis repetições, com o objetivo de comparar três forrageiras (tratamentos 1, 2 e 3 respectivamente). A produção, em toneladas por hectare, acumulada em quatro épocas: tempo 1, tempo 2, tempo 3 e tempo 4 respectivamente - estão na Tabela 6.5.

TABELA 6.5 Produção acumulada (Y) no tempo.

OBS BLOCO TRAT TEMPO Y

1 1 1 1 3.37 2 1 1 2 5.68 3 1 1 3 9.53 4 1 1 4 12.03

Doc. - Embrapa cerrados, Planaltina-DF, n. 8, p.1-52, dez. 1999 45

TABELA 6.5 (continuação)

OBS BLOCO TRAT TEMPO Y

5 1 2 1 2.22 6 1 2 2 3.15 7 1 2 3 3.15 8 1 2 4 5.07 9 1 3 1 2.30 10 1 3 2 4.85 11 1 3 3 6.06 12 1 3 4 8.79 13 2 1 1 1.53 14 2 1 2 4.24 15 2 1 3 6.69 16 2 1 4 9.12 17 2 2 1 3.62 18 2 2 2 5.50 19 2 2 3 7.24 20 2 2 4 8.46 21 2 3 1 2.71 22 2 3 2 3.90 23 2 3 3 4.53 24 2 3 4 5.49 25 3 1 1 5.09 26 3 1 2 9.27 27 3 1 3 10.50 28 3 1 4 14.11 29 3 2 1 3.01 30 3 2 2 3.83 31 3 2 3 5.53 32 3 2 4 9.21 33 3 3 1 2.49 34 3 3 2 3.75 35 3 3 3 4.38 36 3 3 4 6.34

46 Doo.- Embrapa Cerrados. Planaltina-DF. n. 8, p.1 - 52, dez. 1999

TABELA 6.5 (continuação)

OBS BLOCO TRAT TEMPO Y

37 4 1 1 2.84 38 4 1 2 4.52 39 4 1 3 8.24 40 4 1 4 13.20 41 4 2 1 1.33 42 4 2 2 1.53 43 4 2 3 3.10 44 4 2 4 6.26 45 4 3 1 2.57 46 4 3 2 4.92 47 4 3 3 7.45 48 4 3 4 10.63 49 5 1 1 3.19 50 5 1 2 4.66 51 5 1 3 6.64 52 5 1 4 9.32 53 5 2 1 1.68 54 5 2 2 3.20 55 5 2 3 4.21 56 5 2 4 6.95 57 5 3 1 2.24 58 5 3 2 2.98 59 5 3 3 3.67 60 5 3 4 6.04 61 6 1 1 3.65 62 6 1 2 6.39 63 6 1 3 8.60 64 6 1 4 10.36 65 6 2 1 1.99 66 6 2 2 2.44 67 6 2 3 3.90 68 6 2 4 5.72 69 6 3 1 2.20 70 6 3 2 4.96 71 6 3 3 5.56 72 6 3 4 5.82

Doc. . Ernbrapa Cerrados, Planaltina-DF, n. 9 p.1-52, dez. 1999 47

Pela Figura 6.2, conclui-se que, ao longo do tempo, a taxa de crescimento da produção para o tratamento 1, por período (no período estudado), é maior do que as dos tratamentos 2 e 3 e o com-portamento linear da produção sugere um modelo de regressão simples para cada parcela; como os dados são correlacionados no tempo, utilizou-se o PROC AUTOREG do SAS (do módulo ETS) e

estimou-se a taxa de crescimento (I3I) para cada parcela, por meio

do modelo:

(6.1)

onde t é o tempo. A Tabela 6.6 contem as referidas taxas.

12

--- Trat.l —e-- Trat.2 -Á- Trat.3

8

cí1— —

— - e-

- ---'- e---- --

- — — -

2 3 4

Tempo

FIG. 6.2 Comportamento da produção no tempo.

A interpretação é a seguinte: para a parcela 18 , bloco 6 tratamento 3, a taxa de crescimento foi de 1,11 t/ha por período (60 dias); o próximo passo é a análise de variância das taxas, cujo resultado está na Tabela 6.7.

o "5 o.

o Os 6

4

2

48 Doc. - Ernbrapa Cerrados, Planaltina-DF, n. 8, p.l.52, dez. 1999

TABELA 6.6 Taxas de aumento da produção.

OBS BLOCO TRAT TAXA

1 1 1 3.09 2 1 2 0.77 3 1 3 1.96 4 2 1 2.51 5 2 2 1.63 6 2 3 0.86 7 3 1 2.63 8 3 2 2.01 9 3 3 1.16 10 4 1 3.49 11 4 2 1.63 12 4 3 2.66 13 5 1 2.03 14 5 2 1.63 15 5 3 1.17 16 6 1 2.23 17 6 2 1.27 18 6 3 1.11

TABELA 6.7 Análise da varlância das taxas de aumento.

FV CL QM F Pr > F

Bloco 5 0,4484 1,83 Tratamento 2 2,7576 11,24 0,0028 Erro 10 0,2452

Total 17

Dessa forma, pela regressão, transforma-se a variável respos-ta, concentrando a informação no tempo em um parâmetro, possibi-litando uma conclusão quantitativa sobre os tratamentos. As taxas médias por tratamento são: trat 1 = 2,67; trat 2 = 1,49; trat 3 = 1,49; o tratamento 1 tem uma taxa de crescimento maior.

Doc. - Enibrapa Cerrados, Planaltina-DF, n. 8, p1-52, dez. 1999 49

Cabe ressaltar que outros modelos de regressão podem ser aplicados, mas deve-se preferir os mais simples, para não complicar a análise. Por exemplo, o modelo

Y=A—$0e", f3>O, $>O, (6.2)

pode ser usado quando o crescimento é não linear e cada parâmetro

tem sua interpretação: A é o máximo que Ypode atingir e quanto

maior I3, mais forte é a curvatura.

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